中國金融的實體中介規模、中介質量與經濟增長
——基于區域異質性分析

孫 陽，姜承昊

（1.宿州學院 商學院，安徽 宿州 234000；2.韓國江陵原州大學 國際通商學院，江原道 江陵 25457）

一、引言

雖然中國在經濟上已經超過其他發達國家并成為世界第二大經濟體，但金融發展與其他發達國家相比，依舊面臨著金融市場的發展水平不高、區域間金融系統和金融制度不完善、金融的可獲得性較低等問題。因此，中國有必要加強金融供給側的改革力度，并從金融系統和金融體制兩個方面進行改革，以實現虛擬經濟向實體經濟的轉移。實現實體經濟即技術和產業、企業（大型企業與中小型企業） 資源分配的升級，提高金融機構的實體中介規模和質量。首先，強化金融中介不僅可以促進資金轉化率，還可以提高地區金融資源的配置效率，確保企業的技術創新(King R G&Levine R，1993)[1]。其次，大量文獻結果表明，金融中介的職能不僅能有效地促進金融資源的合理分配，還能將某些資產或者負債轉換成不同的資產(Islam MA&Osman D，2007)[2]來促進社會的投資決策以及經濟的長期增長率。由此可得，金融中介可通過提高資源的配置效率和資本轉化效率促進實體經濟的增長。另外，由于中國各地區之間長期存在嚴重的經濟異質性問題，導致區域間金融中介規模、中介質量發展并不均衡。其中，沿海地區金融服務、金融產品、信息收集、資金流動性、風險控制等領域的優勢以及債券、股票等直接金融市場的成熟度都較為明顯。而內陸地區金融設施不足（金融機構網點）、投資熱度不高，加大了金融資源的外流可能性。因此，基于區域異質性的角度研究不同類型金融機構的中介作用對經濟發展的影響具有重大意義。

文章的創新之處在于：一是樣本選取上，選擇各省份中的整體金融機構與地方金融專屬性較強的城市商業銀行為研究對象，并基于區域異質性角度比較分析其對經濟增長的影響。二是金融中介的職能上，從金融中介服務于實體經濟主體的角度出發，將金融中介按質和量的標準劃分為實體中介規模和中介質量。三是指標選取上，選取金融機構（商業銀行） 的企業貸款占比作為判斷金融中介服務于實體經濟的規模效應，選取金融機構中長期貸款的比重作為評價金融中介資金轉化配置的質量水平。

二、文獻綜述

由于市場經濟中所有的經濟活動都與金融相關，所以金融發展對經濟增長的影響成為近些年持續關注的熱點話題(Islam MA&Osman D，2007；McKinnon R I，1973；Genevieve B D，2003)[2-4]。大部分研究都是基于McKinnon R I(1973)的研究進行實證分析，且模型選擇主要是利用格蘭杰因果關系模型或VAR 模型為主（McKinnon R I，1973；周好文、鐘永紅，2004；梁莉，2005；賴明勇、陽小曉，2002；朱小平、任夢杰，2007；Rajan 等，1998）[3，5-9]。同時，以往研究的結論一致認為金融發展能有效促進經濟增長、金融發展是經濟增長的格蘭杰原因(King R G&Levine R，1993；McKinnon R I，1973 等)[1，3]。而在金融發展初期，由于中國金融發展規模較小、銀行業競爭較弱、銀行與企業之間存在信息不對稱和交易費用高等問題造成了市場資金配置效率不高，特別是銀行貸款中政府政策性貸款或命令性貸款的比重（向國有企業提供資金的比重） 較高問題降低了金融發展的效率以及對經濟增長的持續性（樊勝、王曉黎，2003；楊俊、劉珺，2008）[10，11]。由此可以判斷在金融發展前期的這些文獻研究結果并不能真正反映出中國現階段的金融市場作用以及對經濟增長的影響。

經濟進入新常態以后，在追求高質量經濟增長模式的同時也加速了金融供給側改革的進程。在這一階段，金融服務或金融資源的配置以及傳遞效率，即金融中介的功能成為了學者們更為關心的論題（鄢莉莉，2012；陳祖華，2013；隨洪光等，2017；袁志剛等，2020；等）[12-15]。金融中介以金融機構為載體，在發揮中介的職能作用的同時也吸收大量存款并有效地傳達給實體經濟部門，以此來解決與實體經濟部門的交易費用、融資成本及信息不對稱問題(Levine R，1999；Diamond D W，1984)[16，17]，另外，從以往研究中不難發現使用金融發展指標代替相關金融中介指標的文章較為普遍，而其對經濟增長的影響為負面的結果依然存在(Genevieve B D，2003；Bayomi T，1993；王仁祥、童藤金，2014；高輝，2011；李廣眾、王美今，2003 等）[4，18-21]，其中，Genevieve Boyrau-Debray(2003)[4]利用1990—1999 年中國各省份數據分析了金融中介對經濟增長的影響，結果顯示金融中介規模（總存款/GDP） 對經濟增長產生了負面的影響。但大部分研究得出，金融中介對經濟增長產生正面的影響。

三、理論分析與模型建立

1. 傳導機制分析

金融中介主要以金融機構作為中介主體，對實體經濟部門（企業） 實施金融服務、創建金融產品以及合理配置金融資源時產生的規模經濟效應。其中，實體經濟部門是經濟增長的主要核心力量，是金融服務以及金融產品的主要需求群體，而金融機構向實體經濟部門提供金融資源的總量可稱之為金融的實體中介規模。另外，各種經濟發展部門在金融資源配置有效的前提下，企業能夠從金融機構獲取到足夠豐富的金融資源及金融服務的同時，金融的實體中介規模也將會引導企業擴大市場投資規模及提高資本利用效率（金融資本主導經濟投資增長），在此過程中，金融的實體中介規模成為企業投資所帶來的經濟價值體現。其次，發展金融的實體中介規模不僅可避免金融機構信貸資源錯配以及不均衡等問題，也可以增加經濟部門投資規模、提高資產投資效率、擴大投資范圍來直接促進經濟的高質量發展。因此文章提出以下假設：

假設H1：反映企業投資規模、投資效率的金融實體中介規模將會促進經濟的快速增長。

另一方面，從金融發展歷程來看，商業銀行是中國最主要的金融機構，是依附于資本而發展的金融產業，其目標是利用社會存款追求利潤的最大化。

在追求利潤最大化的過程中，一些大型的金融機構以及商業銀行往往更加追求與企業或者經濟發展部門的長期合作，以此來減少資本運營過程中的交易成本、管理成本、監管檢查成本等，從而達到降低成本率、擴大經營規模和促進金融中介的轉換效率以及配置效率的目標。因此利用中長期貸款比重反映如何減少新金融中介理論中的信息不對稱及交易費用等問題的效果指標可以作為判斷金融中介質量的代理指標。即金融中介質量越高，則代表金融部門與經濟發展部門（企業） 之間的關系更為長期化、兩者之間的融資成本也更為廉價化。不僅如此，金融中介質量在實現降低企業融資成本的同時，也會間接擴大中長期貸款規模，滿足對社會實體經濟部門的發展需求。因此，文章提出以下假設：

假設H2：金融中介質量的提高對經濟增長具有長期促進效應。

2. 變量選取

（1） 金融中介變量（核心解釋變量）

以往研究文獻中，通常是將金融發展規模作為金融中介規模的代理指標進行分析。一般來說，銀行吸收存款，將貸款資金轉化于實體經濟部門（企業） 和個人，其中個人貸款占比較少，實體經濟部門（企業） 貸款的占比最大。即從經濟角度來看，銀行向企業貸款的比重可以作為判斷金融中介服務于實體經濟的規模效應。但中國數據統計中并沒有區別國有企業與非國有企業的貸款規模，所以只能將整體的企業貸款作為銀行向實體經濟部門發放貸款的代理指標。另外，如果金融中介加強，意味著金融機構（銀行） 通過信息生產和監督手段向實體經濟部門（企業） 發放貸款的規模也會隨之強化，從而促進實體經濟部門的生產性(King R G&Levine R，1993b)[1]和增長率。因此，銀行向實體經濟部門發放的貸款占銀行貸款的比重代理銀行的實體中介規模更有意義。

其次，由于異質性問題的存在，使中國地區之間的金融差距和經濟投資環境差距逐漸拉大，有的地區面臨貸款需求大、存款不足，有的地區投資率低、資本流水嚴重，所以在難以衡量中國金融中介的質量時，存貸率不能有效反映出資金轉變的真實效率，即不能將存貸率作為唯一的指標選擇。一般來說，隨著銀行中介的加強，銀行中介機構會解決信息不對稱問題(Oks A，2001)[22]。而為了追求高收益，會與企業和社會經濟發展部門建立長期關系并偏好長期交易。這樣銀行將減少與企業的交易費用、檢查費用以及對貸款資金的監督費用等(Diamond D W，1984；Boot A&Thakor A V，1997；Blackburn&Hung，1998)[16，23，24]。也就是說，要想測定銀行中介的質量，就必須從銀行的中長期貸款開始著手測量。即金融機構中長期貸款的增加能使銀行中介的收益性提高和交易成本降低等中長期效果得以體現。同時，中長期貸款比重也可以看作是金融貸款的轉換效率以及配置效率的質量水平呈現。因此，選取金融機構以及城市商業銀行的中長期貸款比重作為中介質量的代理指標。

盡管體育傳播中的媒介奇觀是由大眾媒體鋪陳的，但這也離不開對體育這種天生具有傳播特質事物的認識。體育即媒介，體育以一種媒介的狀態生存著，這一理論源于20世紀70年代的美國。

（2）被解釋變量

經濟增長指標為人均GDP，這意味著一定時期內地區經濟活動的最終產出與人口的比例。

（3）其他控制變量

文章選取人力資本、城市化水平等指標作為控制變量。此外，考慮到國有企業對經濟增長的影響，所以有必要對國有企業變量進行分析。可由于國有企業的生產和工業生產統計數據只公布到2012 年，所以只能選擇工業國有企業資產占工業企業資產的比重。

在進行面板回歸分析的過程中，直接利用OLS 回歸方法，可能會因樣本存在異質性和內生性的問題，導致結果不準確。而通過固定效果模型回歸分析，可以避免樣本的異質性問題(Mencinger J 等，2014)[25]。因此本研究將以固定效果模型為中心進行分析，并建立方程式如下：

式中i表示各省份，t表示時間，Rgdpi，t作為被解釋變量，表示各省份的人均GDP，a為常數項，FIMi，t為整體金融機構的中介水平（企業貸款/貸款：IFI，中長期貸款/貸款：MLF），CTBi，t為城市商業銀行的中介功能水平（企業貸款/貸款：ICK，由于中長期貸款/貸款指標缺失無法進行建模）。γXi，t代表各個控制變量。為了控制銀行中介功能對經濟增長的影響，需要選定的其他控制變量（城市化率：UR，人力資本：HC，國有部門的作用：TGD，貿易開放度：TO，投資率：IR），μi，t表示可能對回歸分析結果產生影響的其他個體變量及時間變量，εi，t是表示模型誤差項的指標。

表1 變量選取

（4）數據來源

本研究主要基于中國31 個省份（港澳臺地區除外） 的數據，利用面板固定效應模型分析中國整體金融機構以及城市商業銀行的實體中介規模（量）、中介質量（質） 對經濟增長的影響。研究數據主要來源于各個省份歷年的《金融統計年鑒》《經濟統計年鑒》以及各城市商業銀行年度報告。另外，考慮到數據的可得性，研究對象不包含城市商業銀行的中介質量（中長期貸款額）。

四、實證結果

1. 豪斯曼檢驗

文章將整體金融機構中的中長期貸款比重（2011—2020年） 和企業貸款比重（2015—2020 年） 以及城市商業銀行的企業貸款比重（2011—2020 年） 等變量整理成面板數據，進行回歸分析。由于面板數據分為固定效應模型和隨機效應模型，即需要通過豪斯曼檢驗來選取適用文章的模型。經Hausman 驗證檢驗結果顯示（表2）：整體金融機構的實體中介規模（IFI：企業貸款/貸款總額）、中介質量（MLF中長期貸款/貸款） 以及城市商業銀行的實體中介規模（ICK：企業貸款/貸款） 在對經濟增長的模型中的P 值都小于0.1，且在1%的有效水平上非常顯著。因此，被認為駁回了解釋變量和固定效果之間沒有關系的假設。故文章采用固定效應模型作為主要研究方法。

表2 Hausman 檢驗結果

2. 實證分析結果

（1） 整體金融機構的實體中介規模效應

表3 提供了按地區類別分析2015—2020 年中國31 個省份的整體金融機構的實體中介規模（IFI：企業貸款/貸款總額）對經濟增長的影響。結果表明，全國范圍和沿海地區的整體金融機構的實體中介規模(IFI)對經濟增長產生了正面的影響，但在5%的顯著水平下并不有效。這是由于沿海地區或全國消費金融的迅速發展以及網絡貸款平臺或電子商務企業貸款等貸款渠道的增加，導致企業從金融機構獲得的商業貸款出現下滑。相反，小額貸款或消費貸款的危險性較低、管理費用或信息收集費用低廉，商業銀行也開展了類似業務。其次，雖然政府通過金融扶貧、金融供給側改革等政策性金融措施擴大了中小企業發展、滿足了眾多中小企業的貸款需求，但這種貸款是以政府命令式形式的貸款，長期效果并不顯著。

表3 整體金融機構中介對經濟增長的回歸結果

在內陸地區的模型中，整個商業銀行的實體中介規模對經濟增長產生了負面的影響，但在5%的顯著水平上無效。內陸地區整個商業銀行的中介機構對經濟增長產生負面影響的原因主要有四個方面：一是由于內陸地區經濟增長率高，消費金融貸款的作用相對更加重要，因此企業貸款對經濟增長的影響相對有所減弱；二是由于內陸地區整體金融機構數量或金融基礎設施、金融資源相對不足，很難滿足企業貸款需求；三是由于內陸地區的經濟或投資等不活躍，導致內陸地區的金融資本或金融資源流向了沿海地區，因此很難促進該地區經濟增長；四是由于內陸地區除了整體商業銀行外，其他融資渠道相對不足以及直接金融市場的發展也比較落后，因此企業只能通過整體商業銀行進行貸款。但是由于整個商業銀行資金和信息生產能力的不足、貸款費用高、企業投資不活躍等問題的存在導致對經濟增長產生消極影響。

（2） 整體金融機構的中介質量效應

表3 也給出了2011—2020 年中國整體金融機構的中介質量（MLF中長期貸款/貸款總額） 對經濟增長的影響結果。結果顯示，全國樣本中，整體金融機構的中介質量對經濟增長有正面的影響，且在5%有效水平下更顯著。即整體金融機構的中介質量加強，意味著信息生產能力和監控能力得到提高以及商業銀行在運營的資金過程中資金配置更加有效、貸款過程和程序也大大縮減。另外，整體金融機構依靠自身的生產信息能力，挖掘出市場上成長潛力良好的企業，以這些企業為中心提供中長期貸款，這樣既可以降低自身的交易成本和監管成本，也可以積極開展企業的長期計劃或投資活動。但由于中國區域間的異質性問題不僅體現在經濟規模上，也體現在金融機構數量和質量上，所以有必要加強全國范圍內金融機構的中介質量，來擴大商業銀行的金融服務范圍以及強化地區之間的資金配置。從而預防落后地區的金融資源流失、實現區域自身經濟金融的高質量發展。

沿海地區的回歸分析結果顯示，沿海地區整體金融機構的中介對經濟增長產生了正面的影響，但這種效果并不明顯。這主要是因為在中國沿海地區，除了商業銀行提供中長期貸款外，企業還可以在通過其他直接金融市場獲得中長期貸款。其次，沿海地區的制造業或工業等領域的企業規模大，大型企業也可以通過發行企業債券來募集資金。因此沿海地區的中長期貸款比重相對較低，對經濟增長的影響也不明顯。

內陸地區回歸分析結果顯示，商業銀行的中介對經濟增長產生了正面的影響，并在5%的顯著水平下有效。即內陸地區整個商業銀行中介對經濟增長有明顯影響。這是因為內陸地區直接金融市場不發達，要想獲得中長期貸款，必須通過商業銀行完成。即金融機構的中長期貸款比重的增加，在短期內有效地降低了成本，擴大了經濟規模。

（3） 城市商業銀行的實體中介規模效應

表4 顯示了城市商業銀行的實體中介規模（ICK：企業貸款/貸款總額） 對經濟增長影響的結果。分析2011—2020 年中國31 個省份的核心城市商業銀行。結果表明，在全國范圍的模型中，城市商業銀行的實體中介規模(ICK)對經濟增長產生了正面影響，但并不顯著。以中小企業融資貸款為金融服務中心的城市商業銀行，雖然為眾多中小企業解決了融資難、融資少等問題，但因大部分中小企業都存在財務不公開、業務不透明等缺點，因此很難通過傳統商業銀行獲得足夠多的貸款。而通過城市商業銀行進行融資的企業也只是一些發展良好、信譽良好的優秀企業。因此，由于大部分中小企業無法獲得貸款，導致企業自身運營受到限制以及市場投資萎縮，最終對經濟增長產生的影響并不明顯。

表4 城市商業銀行中介對經濟增長的回歸結果

沿海地區的分析結果顯示，城市商業銀行的實體中介規模(ICK)對經濟增長產生了負面的影響。雖然沿海地區城市商業銀行較多（遼寧省、山東省和浙江省的城市商業銀行數量在全國134 家城市商業銀行中約占30%以上）、金融資金規?；蚪鹑谫Y源比其他落后地區相對較高（貸款平臺、民間貸款、債券發行、股票融資等渠道），但是由于這些區域性城市商業銀行競爭較為激烈，從而導致大量無效資源的配置不當。也就是說，由于這種現狀的存在，在發達地區城市商業銀行的實體中介規模作用相對受到限制。

從內陸地區回歸結果來看，城市商業銀行的實體中介規模對經濟增長產生了正面的影響。這是因為城市商業銀行以中小企業為貸款目標，尤其是在落后地區，能夠滿足許多中小企業的貸款需求。同時，中國政府為了發展貧困地區的經濟，增加了很多政策性的普惠金融貸款和扶貧貸款，在此過程中，區域性城市商業銀行作為金融資源配置的主要載體，在短期內有效地促進了經濟增長。但是這種效應在5%的顯著水平下并不顯著。這主要是因為內陸地區的城市商業銀行數量和資源規模相對較低，受區域性政策的局限，城市商業銀行的業務范圍相對較小，因此在貸款規?；蛸J款效率等方面受到限制。

五、結論與建議

以實證分析結果為基礎的啟示和政策建議如下：在發達地區（沿海地區），金融機構的實體中介規模或中介質量對經濟增長的影響幾乎不顯著。這并不適用于研究預想的金融中介會產生經濟效果的先導模型，而適用于收入或消費水平或整體經濟帶動金融發展的需求追隨模型。因為中國是中等收入國家，與內陸地區相比，沿海地區的人均收入規模相對較大。所以從總體上看，中國的金融市場還是屬于需求追隨型市場。另外，經濟發達地區的金融中介與經濟增長之間出現的關系可能是因為銀行以外的各種非銀行中介、債券、股票等直接資本市場中介已經成為比銀行中介更有用的非銀行中介系統。在落后地區（內陸地區），整體金融機構的實體中介規模和中介質量以及城市商業銀行的實體中介規模對經濟增長產生了正面影響。這意味著：首先，在內陸地區研究所假設的金融中介先導型模型非常合理有效。即有必要加大經濟落后地區的金融基礎建設，并構建相對穩定的金融系統。其次，地方性金融機構（城市商業銀行） 的作用將成為落后地區實施金融普惠的重要金融機構。所以政府應該通過該類金融機構來實施包容性金融政策，增加社會融資渠道。最后，為了防止資金流失，需要改善內陸地區的投資環境，同時提出降低企業運營費用或融資費用等宏觀意見。